F型小麥雄性不育系育性的遺傳分析

秦夢穎，苑少華，馮樹英，段文靜，白建芳，王 娜，趙昌平，章文杰，張風廷，張立平

(1.北京市農林科學院雜交小麥工程技術研究中心/雜交小麥分子遺傳北京市重點實驗室，北京 100097；2.北京農學院植物科學技術學院，北京 102206；3.山西運城市藍紅雜交小麥研究中心，山西運城 044000)

利用雜種優勢可提高作物的單產、抗逆性、適應性。目前，雜種優勢已在水稻、玉米、油菜、高粱等多種作物中廣泛應用[1]。小麥作為重要的農作物之一，對其雜種優勢機制及利用的研究落后于其他農作物。自1965年從匈牙利引入了小麥細胞質雄性不育(CMS)T型材料，我國開始了小麥雜種優勢利用的研究。細胞質雄性不育及育性恢復系統簡稱“三系法”，該體系包括不育系、保持系、恢復系，其中關于T型、K型和V型不育系的研究較為廣泛。由于T型不育系的不育性及其穩定性均較好，轉育出了一些農藝性狀、產量性狀、綜合抗性均優良的T型不育系及其保持系，但該類不育系恢復源窄，且存在后代種子皺癟、發芽率低等細胞質副效應。K型和V型大部分不育系存在育性不穩定、恢復源少、恢復性復雜、群體雜種優勢不顯著等問題[2-4]。F型小麥雄性不育系(FA)是近年來我國選育的新型普通小麥細胞質雄性不育系，該不育系具有保持源廣、恢復源廣、育性恢復度較高、其雜交組合的雜種優勢較明顯等優點[5]，是一種具有研究價值和利用前景的新型不育系[6]。

前人對小麥F型、K型、V型、T型等細胞質雄性不育系的育性遺傳進行了大量研究。張自剛等[7]研究認為，F型不育系與K型、T型不育系的遺傳基因組、遺傳背景相似。盧良峰等[8]利用卡方檢驗，推斷小麥K型細胞質雄性不育系的恢復性由3對主效恢復基因控制。劉保申等[9]分析了K型小麥雄性不育系雜交組合B2世代結實率的分布峰值，推測K型小麥雄性不育系的育性可能是由1對主效恢復基因和多個微效基因共同控制。范春燕等[10]利用數量性狀主基因+多基因遺傳模型分析方法，分析了K型雄性不育系K3314A的F2群體，發現結實率性狀基因控制符合2對主基因+多基因模型。董普輝等[11]以鄭麥9023為輪回親本對T504A連續回交選育出不育系T9023A，與川農26配置雜交組合，對F2群體可育株和不育株的分離比例用卡方檢驗，發現川農26攜帶有T型不育系的2對主效恢復基因。除此之外，其他類型的細胞質雄性不育系的育性遺傳也有一定的研究，劉小芳等[13]采用植物數量性狀主基因+多基因遺傳模型對AL型小麥四世代進行聯合分析，發現小麥AL型不育系的育性恢復基因遺傳模型為兩對加性-顯性-上位性主基因和加性-顯性多基因共同調控。

蓋鈞鎰[14-15]、章元明等[16]提出了植物數量性狀單個世代和多個世代混合遺傳模型分析方法，該方法不需要人為劃分育性區段，減少了研究的主觀隨意性，能夠較準確地檢測和鑒定數量性狀主基因和多基因的存在，并可對基因效應和方差等遺傳參數進行估計。目前，此方法對FA遺傳效應的研究未見報道。本研究以FA為母本，三個常規品種為父本，配置三個雜交組合，利用其親本、F1、F2群體和F2:3群體的育性表型數據和主基因+多基因遺傳模型方法，對FA育性遺傳模式和遺傳規律進行分析，為今后充分利用FA不育系進行小麥雜交育種奠定基礎。

1 材料與方法

1.1 試驗設計

以山西省運城市藍紅雜交小麥研究中心選育的不育系FA99-2 (下文簡稱FA)為母本，恢復系臨汾3158(L3158)、冬81(D81)和HB-7為父本，配置了三個雜交組合，以FA/L3158、FA/D81、FA/HB-7的親本、F1、F2群體和FA/HB7的 F2：3為試驗材料。2014年秋季將上述三個組合的親本、F1和F2代種植于北京海淀實驗站，收取FA/HB-7的F2代種子用于次年繁衍到F2:3家系。2015年秋季，將FA/HB-7的親本、F1和238個F2:3家系種植于北京海淀實驗站和河南南陽實驗站，兩地各兩次重復。以上各組材料和親本采用隨機區組設計，大田常規管理，于開花前單穗套袋，調查自交結實率。

1.2 育性調查

以套袋自交結實率作為主要育性指標，根據育性調查結果，采用國際法結實率和結實小穗率兩種方法計算自交結實率。

國際法結實率=(結實穗粒數/小穗總數×2)×100%(下文簡稱結實率)

結實小穗率=(結實小穗數/小穗總數)×100%

自交結實率每行調查5株，每株調查2穗，取平均值作單株的育性。

1.3 數據分析

應用蓋鈞鎰、章元明等[8,17-18]提出的植物數量性狀“主基因十多基因混合遺傳模型”分析方法，采用P1、F1、P2、F2四世代聯合分析方法對三個雜交組合親本、F1和F2群體的育性觀測值進行聯合分析；采用P1、F1、P2、F2：3四世代聯合分析方法對FA/HB-7雜交組合在南陽、北京兩地的親本、F1和F2：3群體的育性觀測值進行聯合分析，配合5類24個遺傳模型。將分離世代的分布看作多個主基因型在多基因和環境修飾下形成的多個正態分布的混合分布，通過極大似然法和IECM算法對混合分布中的有關成分分布參數作出估計，再通過AIC值及模型適合性檢驗的判別，選擇最適遺傳模型，采用最小二乘法估計一階遺傳參數，并由群體方差和成分分布方差估計值估計主基因和多基因的遺傳效應值和方差等遺傳參數[16,19-20]。

由于結實率數據是百分數，不適合直接應用于“主基因+多基因混合遺傳模型”遺傳分析。將群體和親本的結實率校正到0～100%，再轉換為平方根的反正弦作為育性的替代值進行遺傳模型分析[12]。 遺傳模型利用章元明教授最新研制的SEA.R的R軟件包進行分析，軟件包由華中農業大學章元明教授提供。

2 結果與分析

2.1 育性分析

親本、F1、F2和F2:3結實率和結實小穗率的分布情況分別見圖1、圖2。不育系FA結實率較低，呈完全不育或部分可育。三個組合的F2群體和FA/HB-7的F2:3群體的結實率和結實小穗率呈連續分布，其中FA/冬81的F2群體和FA/HB-7 南陽 F2:3群體的結實率符合雙峰右偏態分布，其他組合符合單峰右偏態分布，峰值在父本結實率均值附近(圖1)。FA/HB-7組合在2016年南陽點的F1和F2：3群體的結實率和結實小穗率低于北京，而FA/HB-7組合F2群體的結實率在2016年南陽點標準差較大，群體分布更加離散。三個組合的F2群體和FA/HB-7的F2:3群體的結實小穗率分布曲線不符合正態分布，5個群體的分布曲線形態接近(圖2)。推測FA育性為數量性狀，三個組合的育性受主基因+微效多基因共同控制，可以進行下一步遺傳模型分析。

圖1 F2群體和F2:3群體的結實率分布

從表1和表2可以看出，親本群體的結實率和結實小穗率變異幅度較小，標準差較小，同質性較好。三個組合的雙親間差異均為極顯著(P<0.01，數據未顯示)。因此，組配的三個雜交組合的育性研究是可靠的，適合進行遺傳分析。三個組合的雜交F1平均結實率分別為111.60%、112.84%和114.93%，結實小穗率分別為79.81%、87.66%和88.46%，說明這三個父本對FA均有較強的恢復性。結實率和結實小穗率偏向父本且較整齊一致，表明父本的恢復基因對FA的育性呈顯性遺傳。各組合都有超越雙親的單株出現，說明控制育性的基因在小麥雙親中都有分布。

圖2 F2群體和F2:3群體的結實小穗率分布

表1 親本及后代結實率Table 1 Seed setting rate in all generations%

2.2 遺傳模型選擇

對SEA.R軟件包中的兩種分析群體G4F2(包括P1、P2、F1和F2群體)和G4F3(包括P1、P2、F1和F2:3群體)，利用植物數量性狀主基因+多基因分離分析方法，對供試群體進行多世代聯合表型遺傳分析，獲得了5類24個遺傳模型的極大似然比和AIC值。根據熵最大原理，初步選取AIC值相對較小的5個模型作為育性遺傳的備選模型。通過適合性檢驗，選擇20個統計量中達到顯著水平個數最少的模型作為最適遺傳模型。三個雜交組合的F2群體及FA/HB-7在海淀和南陽的F2：3群體的結實率和結實小穗率最適模型均為MX2-ADI-AD(2對加性-顯性-上位性主基因+加性-顯性多基因混合遺傳模型)。

表2 親本及后代結實小穗率Table 2 Spikelet seed setting rate in all generation %

2.3 遺傳參數的估計

根據IECM算法分別估計所有供試組合最適遺傳模型的分布參數，計算得到模型的極大似然估計值及其與一階遺傳參數的關系，由最小二乘法計算得到三個組合的F2群體結實率的一階參數m的估計值分別為0.66、0.79、0.67，三個群體結實小穗率的一階參數m的估計值分別為1.10、1.13、1.04，估算出一階和二階的遺傳參數(表3)。由表3、表4可以看出，FA結實率的育性遺傳在主基因遺傳模式上，FA/臨汾3158和FA/冬81和FA/HB-7的F2群體在MX2-ADI-AD模型時，均表現正向顯性效應和負向加性效應，兩對主基因的加性效應值和顯性效應值相差不大，主基因效應偏向正向顯性效應，說明顯性基因對后代育性起較大作用；兩對主基因中，第一對主基因的顯性效應較第二對主基因大。結實小穗率的兩對主基因加性效應值相等。根據主基因顯性效應與加性效應的比值，三個組合中只有FA/冬81的F2群體結實率第1對主基因|ha/da|>1,以顯性效應為主，另兩個組合的結實率和三個組合的結實小穗率主基因均以加性效應為主，可配置強優勢雜交組合。三個群體MX2-ADI-AD模型的兩對主基因間均存在互作效應，三個F2群體均存在負向加性 ×加性互作(i)、正向加性×顯性互作(jab)、正向顯性×加性互作(jba)和負向顯性×顯性互作(l)，效應值大小不同。多基因遺傳上， FA/臨汾3158的F2群體結實率為正向加性效應和正向顯性效應，FA/冬81的F2群體結實率為負向加性效應和負向顯性效應，FA/HB-7的F2群體的結實率和結實小穗率存在多基因負向加性效應和正向顯性效應，FA/臨汾3158和FA/冬81兩個組合F2群體的結實小穗率為正向加性效應和負向顯性效應。

基因遺傳效應分析結果表明，FA/臨汾3158的F2結實率和結實小穗率的主基因遺傳率最高，分別為71.77%和66.63%，三個F2群體結實率主基因遺傳率為50.58%～71.77%，多基因遺傳率為0～45.58%，環境方差占總方差的3.84%～44.12%；三個F2群體結實小穗率的主基因遺傳率為52.35%～66.63%，多基因遺傳率為0～17.77%，環境方差占總方差的25.70%～47.65%。HB-7組合的F2：3家系2個育性統計值在北京和南陽兩地的MX2-ADI-AD模型下(表4)表現均為負向加性效應和正向顯性效應，顯性效應值較大，且2個主基因的加性、顯性效應值近似相等。在北京的結實率和結實小穗率的主基因遺傳率分別為7.50%和5.45%，在南陽的分別為90.89%和77.83%，多基因遺傳率均為0.00%，可見，FA南陽育性的主基因遺傳率遠遠大于北京的主基因遺傳率。

表3 各F2群體結實率和結實小穗率在最適合模型MX2-ADI-AD下的遺傳參數Table 3 Genetic parameters for seed setting rate and spikelet seed setting rate of the F2 populations with the optimal model MX2-ADI-AD

3 討 論

前人就小麥雄性不育系育性的“主基因+多基因”遺傳模式進行了大量研究，主要集中在K型CMS不育系和BS型光溫敏不育系等相關研究，對FA育性遺傳模式研究尚未見報道。齊智等[21]通過對K型雄性不育系小麥KTP116A/R392組合的四世代聯合分析發現，育性受2對加性-顯性主基因+加性-顯性多基因共同控制，在F2群體中，主基因的遺傳率為62.44%，多基因遺傳率為0.00%，環境方差占表現型方差的37.56%，說明該類型小麥雄性不育性以主基因遺傳為主，同時受多基因和環境的影響。范春燕等[10]發現，K型雄性不育系小麥K3314A/160組合的 F2世代結實率符合2對加性-顯性-上位性主基因+多基因模型，主基因遺傳率為 95.6%，還存在多基因修飾，但多基因遺傳效應較小。控制K3314不育性的基因主要為主基因遺傳，但2 對主基因的遺傳效應不等。錢煥煥等[22]對K型小麥溫敏不育系A116/WM5-5組合進行育性分析，A116的雄性育性受2對加性-顯性-上位性主基因+加性-顯性-上位性多基因共同控制，且2對主基因控制育性的作用相當，B1、B2、F2群體的主基因遺傳率分別為64.91%，96.86%和87.32%，在B2群體中主基因的遺傳率最高，B1群體多基因遺傳率最高。張立平等[12]應用混合遺傳模型分析小麥光溫敏雄性不育系BS210的兩個雜交組合，其育性均為“2對加性-顯性-上位性主基因+加性-顯性多基因混合”遺傳模式，兩個組合的遺傳力為41.67%～53.33%，不同組合的主基因與多基因的遺傳率差異明顯，環境對育性的影響較大。徐達文等[23]對小麥光溫敏不育系BS366兩個組合的育性進行遺傳分析，發現其育性也為“2對加性-顯性-上位性主基因+加性-顯性多基因混合”遺傳模式，主基因遺傳率比較高，為 63.66%～85.23%，環境因素影響相對較小。相同不育系做母本，不同恢復系做父本，具有相同的遺傳模型，其主效基因的效應可能大致相同或類似[12,23]。比較F型不育系育性遺傳模式和前人對K型小麥不育系和光溫敏小麥不育系研究結果發現，均為2對主基因+多基因的遺傳模式，但是其互作效應和主基因遺傳率、多基因遺傳率有很大區別，可能是由于研究群體不同所導致。

表4 FA/HB-7的F2:3群體結實率和結實小穗率在最適合模型MX2-ADI-AD下的遺傳參數估計Table 4 The estimates of genetic parameters for seed setting rate and spikelet seed setting rate of F2：3 population of FA/HB-7 with the optimal model MX2-ADI-AD

FA在2016年北京的結實率(50.33%)較2016年南陽(0.51%)和2015年北京(14.70%)的結實率偏高。這可能是由于不同生態區和不同年份導致，故FA還有待選育高度不育且育性表現穩定的株系，用于進一步研究和實際應用。本研究采用植物數量性狀主基因+多基因混合遺傳模型分析法，利用FA的結實率和結實小穗數兩種育性統計數據，采用三個組合共五個世代的聯合分析，樣本信息量較大，與單一組合、較少世代的分析結果相比精確度較高，避免了人為主觀劃分群體，消除了誤差干擾，較客觀、系統地揭示了FA育性遺傳模式。目前，多種植物的多種性狀利用此分析方法進行了遺傳分析，并與BSA檢測、分子標記等方法對主基因存在的驗證一致[23]。本研究表明，FA育性受2對加性-顯性-上位性主基因和加性-顯性多對微效基因控制，基因互作明顯，FA的三個群體的一階和二階參數大致相同，雖然不同遺傳背景下的育性值及變化趨勢存在差異，但育性整體分布、遺傳模型及其遺傳參數大致相同，推測有著相同的遺傳模式，只是由于材料的遺傳背景不同造成遺傳參數值有差異。三個F2群體結實率主基因遺傳率為50.58%～71.77%，多基因遺傳率為0～45.58%，環境方差占總方差的3.84%～44.12%；三個F2群體結實小穗率的主基因遺傳率為52.35%～66.63%，多基因遺傳率為0～17.77%，環境方差占總方差的25.70%～47.65%。其育性以主基因遺傳為主，環境因素有一定影響，多基因遺傳率較小。FA/HB-7的F2：3群體育性在北京、南陽兩地的主基因遺傳率相差較大，其中，南陽育性的遺傳率遠遠大于北京育性的遺傳率，驗證了FA育性可能具有一定的環境誘導效應。總體上，FA育性的遺傳模式與T型、K型、V型及光溫敏不育系類似，但是主基因、多基因的遺傳效應存在一定差異。

謝辭：本文的數據處理及分析得到了華中農業大學章元明教授和張亞雯博士的指導,謹致謝忱。